Insper Instituto de Ensino e Pesquisa
Programa de Mestrado Profissional em Economia
André Pereira de Souza Raduan
INFLATION TARGETING OU PRICE-LEVEL TARGETING?
ESTUDO UTILIZANDO MODELO SEMI-ESTRUTURAL EM
ECONOMIAS ABERTAS.
São Paulo
2010
André Pereira de Souza Raduan
Inflation targeting ou Price-level targeting?
Estudo utilizando modelo semi-estrutural em economias abertas.
Dissertação apresentada ao Programa de Mestrado
Profissional em Economia do Insper Instituto de Ensino e
Pesquisa, como parte dos requisitos para a obtenção do
título de Mestre em Economia.
Área de concentração: Finanças e Macroeconomia
Aplicadas
Orientador: Prof. Dr. Eurilton Alves Araújo Júnior –
Insper
São Paulo
2010
Raduan, André Pereira de Souza
Inflation targeting ou Price-level targeting?Estudo utilizando
modelo semi-estrutural em economias abertas./ André Pereira de
Souza Raduan; orientador Eurilton Alves Araújo Júnior – São
Paulo: Insper, 2010. 37 f.
Dissertação (Mestrado – Programa de Mestrado Profissional
em Economia. Área de concentração: Finanças e Macroeconomia
Aplicadas) – Insper Instituto de Ensino e Pesquisa.
1. Política monetária 2. Meta de inflação 3. Price-level Targeting
FOLHA DE APROVAÇÃO
André Pereira de Souza Raduan
Inflation targeting ou Price-level targeting? Estudo utilizando modelo semi-estrutural em
economias abertas.
Dissertação apresentada ao Programa de Mestrado
Profissional em Economia do Insper Instituto de Ensino e
Pesquisa, como requisito parcial para obtenção do título
de Mestre em Economia.
Área de concentração: Finanças e Macroeconomia
Aplicadas
Aprovado em:
Banca Examinadora
Prof. Dr. Eurilton Alves Araújo Júnior
Orientador
Instituição: Insper
Assinatura: _________________________
Instituição:
Assinatura: _________________________
Instituição:
Assinatura: _________________________
DEDICATÓRIA
A minha esposa querida e amada Ana Paula, que sempre me apoiou, por sua constante
dedicação comigo em todos os momentos da minha vida. Não teria conseguido concluir esse
desafio sem você. Muito obrigado por tudo.
A minha filha querida e amada Julia, que apesar de pequena, soube entender meus
momentos de estudo. Obrigado filha, você é meu maior presente.
Aos meus pais, Alberto e Rachel, pelo amor e carinho que me deram por toda minha
vida. O incentivo que vocês me deram a estudar foi o início desse trabalho.
A minha avó Lenira pelo afeto que sempre teve comigo.
A minha querida Margarida, sempre ao meu lado quando precisei.
Aos meus familiares, por todo seu apoio.
AGRADECIMENTOS
Agradeço a todos que de certa forma contribuíram na realização desse trabalho, em
especial:
Ao orientador Prof. Dr. Eurilton Alves Araújo Júnior, por aceitar participar desse
desafio comigo e por me guiar pelo caminho a ser percorrido. Pela paciência e atenção
durante todos os momentos em que precisei de sua orientação.
Aos professores do Insper, que me deram a base necessária para a realização desse
trabalho.
Aos meus colegas de trabalho, pelo incentivo e apoio aos meus estudos.
Aos meus colegas de mestrado, pelo apoio na execução desse trabalho em especial à
Débora Nogueira, pela ajuda durante esse desafio.
RESUMO
RADUAN, André Pereira de Souza. Inflation targeting ou Price-level targeting? Estudo
utilizando modelo semi-estrutural em economias abertas. 2010. 37f. Dissertação
(Mestrado) – Insper Instituto de Ensino e Pesquisa, São Paulo, 2010.
Esse estudo investiga a possibilidade de que bancos centrais que formalmente adotam o
regime de metas de inflação, podem estar informalmente utilizando o regime de price-level
targeting, ainda que de maneira parcial. Estudos recentes apontam que esta é uma forma mais
adequada de conduzir uma política monetária com comprometimento. Portanto, ao reagir ao
nível de preços, esses bancos centrais teriam alguns dos benefícios encontrados na literatura,
sem incorrer nos problemas de implementação desse novo regime. Este estudo se utiliza de
um modelo de equilíbrio geral estocástico e dinâmico (DSGE), semi-estrutural, para
economias abertas, e utiliza inferência Bayesiana para investigar se Austrália, Nova- Zelândia
e Canadá estão praticando um price-level targeting estrito ou parcial. Para isso, testou-se uma
regra de política monetária que permite a discriminação entre esses regimes. Nos três países
pesquisados existe evidência de uso de um regime de price-level targeting parcial, sendo mais
significativo para a economia do Canadá, onde o resultado se aproxima ao do regime de
price-level targeting estrito.
Palavras-chave: Política monetária; Meta de inflação; Price-level Targeting.
ABSTRACT
RADUAN, André Pereira de Souza. Inflation targeting or Price-level targeting? A Study
using a semi-structural model for open economies. 2010. 37 f. Dissertation (Mastership) –
Insper Instituto de Ensino e Pesquisa, São Paulo, 2010.
This study investigates the possibility that central banks that formally adopt inflation targeting
could be using a price-level targeting, or at least, a partial price-level targeting. Recent studies
points out that this regime outperforms inflation targeting when monetary policy is conducted
under commitment, therefore, by reacting to the price level, these central banks would have
some of the benefits described in theory, without any practical implementation problems. We
estimate a semi-structural dynamic stochastic general equilibrium model (DSGE) of an open
economy using Bayesian methods to investigate if Australia, New Zealand and Canada are
conducting either a strict or partial price-level targeting. To test this hypothesis, this study
uses an interest-rate rule that permits the distinction between these monetary policy regimes.
There is evidence that all three central banks adopt a partial price-level targeting, especially in
Canada where the results are close to what would be found in a strict price-level targeting
regime.
Keywords : monetary policy; inflation targeting; price-level targeting.
LISTA DE TABELAS
Tabela 1- Distribuição a Priori: Austrália ............................................................................. 18
Tabela 2- Distribuição a Priori: Canadá ................................................................................ 19
Tabela 3-Distribuição a Priori: Nova-Zelândia .................................................................... 19
Tabela 4-Distribuição a Posteriori: Austrália ........................................................................ 21
Tabela 5-Distribuição a Posteriori: Canadá........................................................................... 22
Tabela 6-Distribuição a Posteriori: Nova-Zelândia ............................................................... 23
Tabela 7- Odds ratio ............................................................................................................ 24
1
LISTA DE FIGURAS
Figura 1- Distribuição a Priori e a Posteriori: Austrália. ....................................................... 28
Figura 2- Distribuição a Priori e a Posteriori: Canadá. .......................................................... 28
Figura 3- Distribuição a Priori e a Posteriori: Nova Zelândia. ............................................... 29
2
SUMÁRIO
1 - Introdução......................................................................................................................... 4
2 - Revisão da Literatura ........................................................................................................ 7
3 - Descrição do Modelo ...................................................................................................... 10
3.1 - Economia Doméstica ................................................................................................ 10
3.2 - Economia Externa .................................................................................................... 12
3.3 - Função de Reação do Banco Central Doméstico ....................................................... 12
4 - Dados e Estimação .......................................................................................................... 14
4.1 - Dados ....................................................................................................................... 14
4.2 - Metodologia de Estimação........................................................................................ 15
5 - Resultados ...................................................................................................................... 18
5.1 - Escolha das distribuições a priori .............................................................................. 18
5.2 - Resultados da Estimação .......................................................................................... 20
6 - Conclusão ....................................................................................................................... 25
Referências .......................................................................................................................... 26
3
1 - Introdução
Atualmente os modelos do tipo Novo-Keynesiano são a base central dos estudos de
política monetária. Diversos estudos que incorporaram agentes forward-looking ressaltam a
importância das expectativas dos agentes econômicos no processo de decisão de política
monetária. Torna-se então, fundamental o comprometimento do banco central com a política
monetária futura, já que a expectativa dos agentes em relação a essa variável afetará as
principais variáveis econômicas hoje.
Estudos recentes apontam que a melhor forma de implementar uma política monetária
com comprometimento é incorporar uma política history-dependent. De acordo com Giannoni
e Woodford (2002) a presença de agentes forward-looking necessariamente implica historydependency na regra de política monetária ótima. O banco central, portanto, reage a variáveis
econômicas correntes e defasadas. Ao incorporar essa inércia, a autoridade monetária afeta de
forma mais efetiva as expectativas dos agentes econômicos.
Uma forma de implementar uma política monetária history-dependent é incorporar na
função de reação do banco central variáveis defasadas tais como, preço e produto.
Recentemente, acadêmicos e bancos centrais têm se voltado para um tipo particular de
política com history-dependency: o price-level targeting. O price-level targeting se
caracteriza pela adoção de uma meta para o nível de preço. Dessa forma, o banco central se
compromete com uma evolução do nível de preço e não com uma taxa de variação de preços,
como é utilizado no inflation targeting.
Diversos bancos centrais no mundo adotam formalmente o sistema de metas de
inflação como arcabouço principal de política monetária, ou seja, se comprometem com uma
meta explícita de inflação. Atualmente os bancos centrais têm pesquisado o price-level
targeting por acreditar que essa política ancora melhor as expectativas de inflação em
ambientes nos quais os agentes têm comportamento forward-looking, reduzindo a volatilidade
tanto da inflação quanto do produto. Em termo simples, após um choque inflacionário, um
banco central que adota a política de price-level targeting se compromete a praticar uma
inflação mais baixa no período posterior. Se o banco central consegue ser crível na
comunicação da sua política, as expectativas de inflação futura diminuem, aumentando os
juros reais. Esse efeito estabilizador é benefício chave dessa política em relação ao inflation
4
targeting, onde os erros do passado ficam no passado1. Essa consideração se torna ainda mais
relevante quando a política monetária atinge o nível de taxa de juros zero, em um ambiente
deflacionário. Com um comprometimento crível com o nível de preços, através de um pricelevel targeting, o banco central sinaliza uma política monetária frouxa e consegue coordenar
as expectativas para que os agentes econômicos esperem inflação maior nos períodos futuros,
evitando assim que a economia entre numa espiral deflacionária.
Existe, no entanto muitas considerações tanto práticas quanto teóricas quanto à adoção
de um price-level targeting formal pelos bancos centrais atuais. Embora diversos bancos
centrais no mundo coloquem como objetivo manter a estabilidade de preços, atualmente
nenhum banco central utiliza formalmente o sistema de metas de nível de preço, e somente a
Suécia durante os anos 30 utilizou explicitamente tal sistema. Atualmente o Canadá está
conduzindo um amplo estudo sobre a possibilidade de adoção do regime de price-level
targeting em substituição ao inflation targeting2.
Existem trabalhos que apontam para evidências do uso de um price-level targeting
para os Estados Unidos. De acordo com Gorodnichenko e Shapiro (2007) existe alguma
evidência de que o banco central americano praticou um price-level targeting parcial durante
a era Greenspan. Por outro lado, existem poucos trabalhos na literatura que mostram a adoção
efetiva da política de price-level targeting, pelos bancos centrais que formalmente adotam o
sistema de metas de inflação. Hoje, é amplamente aceito pela comunidade acadêmica que
mesmo bancos centrais que adotam o sistema de metas de inflação, não o fazem de forma
estrita, reagindo a outras variáveis econômicas que não a inflação, tais como, hiato do produto
e câmbio, dentre outras. A utlilização de um price-level targeting parcial seria uma forma de
um banco central incorporar alguns dos benefícios do price-level targeting, sem enfrentar os
problemas de implementação do sistema.
Esse estudo se propõe a determinar quais países, que formalmente adotam o regime de
metas de inflação, estão incorporando na sua decisão de política monetária o desvio do nível
de preços, ainda que de forma parcial. Para isso, estimaremos um modelo de equilíbrio geral
estocástico dinâmico (dynamic stochastic general equilibrium- DSGE) de economia aberta,
para três países que adotam o regime de metas de inflação. Por utilizar um modelo semiestrutural essa metodologia nos permite analisar os parâmetros estruturais da economia,
1
Ver Cournede, B e Moccero, D. (2009), “Is there a case for Price-level Targeting?”, OECD Economics Department
Working Papers, No 721 para maiores explicações sobre o efeito estabilizador.
2
Ver Ambler (2009), “Price-level targeting and Stabilization Policy: A review”, Bank of Canada Review.
5
portanto não somente verificar as chances de adoção de determinado regime, mas também
avaliar a magnitude e a forma dessa adoção.
O modelo Novo-Keneysiano para economia aberta a ser utilizado nesse trabalho será
similar ao utilizado em Buncic e Melecky (2008) e utilizaremos a regra de política monetária
adotada em Gorodnichenko e Shapiro (2007). A vantagem de se utilizar um modelo de
economia aberta está em incorporar o canal do câmbio da política monetária, o que se
aproxima mais da realidade dos países estudados. Esse estudo atribuiu distribuições a priori
para os parâmetros da função de reação, e conduziu inferência Bayesiana. A análise das
distribuições a posteriori e do odds ratio serão utilizadas para determinar a probabilidade de
adoção de determinada função de reação: price-level targeting parcial ou inflation targeting.
Essa técnica foi aplicada a três países: Austrália, Canadá e Nova– Zelândia. A escolha desses
países foi motivada pelo fato dos mesmos adotarem regime de meta de inflação por período
suficientemente longo, sem significativas alterações no seu formato.
Nossos resultados apontam evidências de utilização de price-level targeting parcial em
todas as economias pesquisadas, em especial na economia do Canadá. Os resultados para a
economia canadense se assemelham bastante com um price-level targeting estrito. Esse
resultado é consistente com o fato do Canadá estar pesquisando a adoção desse regime.
Esse estudo está dividido da seguinte forma. Primeiramente, no segundo capítulo, será
feita a revisão bibliográfica que antecede esse trabalho. No terceiro capítulo, será exposto o
modelo teórico a ser utilizado. Em seguida, aplicaremos o modelo para o grupo de países
definidos como escopo desta pesquisa. A partir disso, no quinto capítulo, serão apresentados
os resultados obtidos. O sexto capítulo concluirá o trabalho.
6
2 - Revisão da Literatura
Existe uma literatura vasta sobre como a política monetária deve ser conduzida e o
desenvolvimento dos modelos do tipo Novo-Keneysiano abriu as portas para um novo ramo
de pesquisa que incorpora muito da técnica desenvolvida nos estudos sobre Real Business
Cycle, incorporando rigidez nominal dos preços. Hoje o modelo Novo-Keneysiano é usado
como base nos estudos sobre política monetária. Clarida, Gali e Gertler (1999), utilizaram
esse modelo para determinar como uma política monetária deve ser conduzida. Eles
recomendavam que o banco central respondesse diretamente a todos os choques de demanda,
sem nenhum tipo de acomodação da política monetária, e que respondessem apenas
parcialmente ao choques de custos. No mesmo trabalho, recomendavam que o banco central
respondesse a uma regra do tipo Taylor 3, e para garantir uma solução única e não explosiva
para o sistema, o coeficiente que responde a inflação deveria ser maior que a unidade.
Em trabalho sobre política monetária ótima, Woodford (2003) enfatizou a importância
de uma política history-dependent na condução da política monetária quando os agentes
econômicos são forward-looking. O banco central deve não somente responder aos choques
correntes da economia e ao estado atual da mesma, mas também responder as variáveis
econômicas defasadas, pois dessa forma afetaria de modo adequado as expectativas dos
agentes econômicos. Giannoni (2000) ressalta a importância das políticas history-dependent
na condução da política monetária. No seu trabalho, ele conclui que uma regra monetária do
tipo Wickseliana4 apresenta melhor desempenho que as regras monetárias do tipo Taylor,
reduzindo a perda social, com menor variabilidade da inflação e da taxa de juros. Como a
regra requer que o banco central retorne o nível de preço para uma trajetória pré-definida, ela
resulta em uma maior ancoragem nas expectativas de inflação. O trabalho conclui que regras
monetárias que respondem ao desvio do nível de preço desempenham melhor do que aquelas
que respondem aos desvios da inflação.
Diversos estudos tentaram identificar qual mecanismo history-dependent seria mais
eficiente. Kimura e Kurozomi (2004) avaliaram regras alternativas de política com historydependency para o Japão e concluem que essas regras, tais como o price-level targeting,
apresentam um melhor desempenho do que regras do tipo Taylor para o Japão. Mais do que
isso, ao se comprometer com esse tipo de dependência ao passado, um banco central, com
3
4
A regra de política monetária do tipo Taylor é aquela que responde aos desvios de inflação e produto .
Nome dado para regras de políticas monetárias que respondem a variações no nível de preços.
7
comprometimento com o nível de preços, chega quase a replicar o nível de bem estar social
encontrado pela política ótima com comprometimento.
Em seu clássico trabalho sobre o price-level targeting, Svensson (1999) representou
um ponto de inflexão nos estudos sobre inflation targeting e price-level targeting. Segundo o
autor, inicialmente diversos artigos que compararam os regimes concluíram que a escolha do
price-level targeting versus inflation targeting envolvia um trade-off entre maior
variabilidade de curto prazo na inflação e produto versus menor variabilidade do nível de
preços. A intuição por trás disso, de acordo com Svensson (1999), era que para estabilizar o
nível de preços sob o regime de price-level targeting, uma inflação acima da média deveria
ser sucedida por uma inflação abaixo da meta, dessa forma aumentando a variabilidade da
inflação em relação ao inflation targeting. O autor, por outro lado, conclui que na presença de
persistências nas oscilações do produto (o que seria bastante realista), não existe trade-off
entre variabilidade de preços e variabilidade de inflação, resultando que o regime de pricelevel targeting conduz a uma menor variabilidade de inflação do que no regime de inflation
targeting. Além disso, o regime eliminaria qualquer viés inflacionário encontrado na solução
de política monetária ótima sob discrição. Giannoni (2000) também ressalta que ao incorporar
agentes racionais e forward-looking, a conclusão tradicional que um sistema de price-level
targeting gera maior variabilidade da inflação e do produto é revertida. Vestin (2006)
encontra resultado semelhante em seu trabalho, concluindo que quando os preços são
definidos de maneira forward-looking e o banco central age sob discrição, o price-level
targeting pode dominar o inflation targeting.
Cournede e Moccero (2009) procuram explicar os motivos desse resultado. Para eles, a
chave para esse resultado é o mecanismo de estabilização que o price-level targeting gera. Por
exemplo, após um choque inflacionário, um banco central que se comprometa de maneira
crível com o nível de preço, estará se comprometendo a manter uma inflação baixa no
próximo período, dessa forma, as expectativas de inflação cairão gerando um aumento nas
taxas de juros reais, afetando inflação e o produto hoje. Outra vantagem citada pelos autores é
a ancoragem do nível de preços que facilita o planejamento dos contratos, eliminando ou ao
menos reduzindo, a incerteza quanto ao poder de compra da moeda no futuro. Dessa forma, o
price-level targeting coordena melhor as expectativas, quando comparado ao inflationtargeting, já que possui um sistema de correção de erros passados. No inflation-targeting o
erro passado fica no passado, assim, quando um banco central não cumpre a meta de inflação
em um período esse erro não é corrigido, já no sistema de price-level targeting esse diferença
8
será compensada no futuro com uma inflação mais baixa, contribuindo para manter a
credibilidade quanto à estabilidade dos preços futuros.
Essa discussão ganhou força com os estudos sobre política monetária ótima com taxas
de juros nominais próximas a zero. Woodford (2003) ressalta que a vantagem da adoção de
uma regra com price-level targeting em relação ao inflation-targeting é particularmente
relevante neste ambiente. A chave para escapar de uma espiral deflacionária, como o ocorrido
no Japão na década de 90, segundo o autor, é convencer os agentes econômicos que o banco
central praticará uma política monetária frouxa por mais tempo, elevando assim, as
expectativas de inflação futura, que acaba por reduzir as taxas de juros reais. Portanto um
banco central que se comprometa com o nível de preço ao invés da inflação consegue de
forma mais eficiente coordenar as expectativas nessa direção.
Apesar de a literatura ter evoluído na discussão entre os benefícios teóricos do regime
do price-level targeting, poucos estudos foram feitos para determinar se algum país estaria na
prática utilizando esse regime. Gorodnichenko e Shapiro (2007) aplicaram a técnica GMM
para investigar se o FED responde, ainda que de forma parcial, a um tipo de regra de política
monetária que incorpora a reação dos juros nominais ao desvio no nível de preços. A principal
conclusão do trabalho é que durante a década de 90, o FED sob a gestão de Alan Greenspan
colocou peso substancial ao desvio no nível de preços ao definir as taxas de juros. No período
pré-Greenspan não existe evidência da adoção de um price-level targeting. O trabalho
também conclui que o price-level targeting é superior ao inflation targeting numa variedade
de situações, porém para que se verifique essa superioridade deve existir um nível mínimo de
agentes forward-looking. Já Ruge-Murcia (2009), utilizou-se do teste de raiz unitária para
determinar se países com regime de metas de inflação estariam praticando o price-level
targeting. O trabalho conclui que os regimes monetários do Canadá e Reino Unido, estariam
próximos ao do price-level targeting, mas que Nova - Zelândia, Austrália e Suécia não. Uma
das limitações desse estudo é a ausência de uma investigação sobre a utilização de price-level
targeting parcial.
Uma ferramenta poderosa para investigar os parâmetros estruturais da economia e,
portanto a possível utilização de price-level targeting parcial é a utilização de modelos
estruturais da classe DSGE. Lubik e Schorfheide (2005) utilizaram um modelo DSGE de
economia aberta para investigar se as políticas monetárias da Austrália, Canadá, Nova
Zelândia e Inglaterra respondiam as variações da taxa de câmbio. A principal conclusão do
artigo é que tanto Austrália quanto Nova Zelândia não incorporam a taxa nominal de câmbio
9
para definir taxa de juros, enquanto Canadá e Inglaterra incluem a variação da taxa de câmbio
na sua regra de política monetária.
Esse trabalho utiliza metodologia similar para verificar se os bancos centrais do
Canadá, Nova- Zelândia e Austrália respondem ao desvio do nível de preços, ainda que de
maneira parcial, procurando determinar a forma e a magnitude dessa reação.
3 - Descrição do Modelo
O modelo deste trabalho segue o detalhado em Buncic e Melecky (2008) para modelar
a economia da Austrália. O modelo apresentado aqui, por outro lado, utiliza os dados dos
Estados Unidos como Proxy da economia mundial, e assume que os mesmos seguem um
processo auto-regressivo de ordem 1 ou AR(1), portanto similar ao utilizado por Svensson
(2000). O modelo possui um bloco semi-estrutural para economia doméstica e outro bloco
com equações auto-regressivas que descrevem a economia mundial.
Por fim, utilizaremos para fechar o modelo a função de reação do banco central
proposta por Gorodnichenko e Shapiro (2007), que descreve a reação do banco central sob um
regime de Partial Price-Level Targeting (PPLT) e outra sob o regime de Inflation Targeting
(IT). Utilizaremos a inferência Bayesiana para determinar qual modelo descreve melhor o
comportamento do banco central.
3.1 - Economia Doméstica
O modelo que descreve a economia doméstica possui uma equação que descreve a
oferta doméstica (Curva de Phillips), outra equação para a demanda agregada (IS) e por fim,
outra com a condição de paridade descoberta para a taxa de câmbio real.
A oferta agregada é modelada segundo uma curva de Phillips híbrida, onde parte dos
agentes tem comportamento forward-looking e parte backward-looking:
(1)
Onde
real de câmbio e
e
são inflação e hiato do produto para a economia doméstica,
é a taxa
é um choque de oferta estacionário e serialmente correlacionado. Essa
equação reflete a situação em que uma parte das empresas adota uma regra backward-looking
para determinar a inflação futura, como proposto por Clarida, Gali e Gertler (2002). O termo
10
de câmbio real é utilizado em nível e pode ser entendido com o primeiro canal de transmissão
dos choques externos para a economia doméstica.
A demanda agregada é descrita pela seguinte equação IS:
(2)
Onde
é a taxa de juros determinada pelo banco central,
é o hiato do produto
mundial (utilizaremos aqui o hiato do produto dos Estados Unidos como Proxy de demanda
mundial), e
é um choque de demanda estacionário e serialmente correlacionado. Para
descrever a demanda agregada também temos uma equação onde a demanda doméstica
depende tanto da previsão do hiato futuro (forward-looking) quanto do hiato passado
(backward-looking).
O termo de
economia doméstica e
é o segundo canal de transmissão dos choques externos para a
é o terceiro. A transmissão da política monetária ocorre com um
período de defasagem, o que é consistente com Giordani (2004), que desenvolveu um modelo
de economia aberta para o Canadá.
Para especificar a evolução do cambio real esse trabalho se utiliza da equação de
paridade descoberta, porém incluímos um choque na equação de acordo com Buncic e
Melecky (2008). A equação (3) descreve a evolução da taxa de cambio real:
(3)
O choque
é serialmente correlacionado como usualmente descrito na literatura,
para acomodar o fato de que a paridade descoberta costuma valer apenas para horizontes mais
longos.
Todos os choques serão modelados seguindo equações auto-regressivas de ordem 1 ou
AR(1):
(4)
11
Os choques
e
,
e
são exógenos , de média zero, e variância
respectivamente.
3.2 - Economia Externa
Nossa descrição da economia externa será feita segundo um bloco de equações autoregressivas de ordem 1 ou AR(1).
(5)
Esta modelagem foi utilizada a partir da metodologia proposta por Svensson(2000), e
assume os dados dos Estados Unidos como Proxy da economia mundial. Os choques
e
são exógenos , de média zero, e variância
e
,
respectivamente.
Desta forma, nosso modelo possui dois blocos, um que descreve a economia
doméstica e outro descrevendo a economia externa. Para fechar o modelo, precisamos de uma
função de reação para o banco central doméstico.
3.3 - Função de Reação do Banco Central Doméstico
A função de reação do banco central será uma na qual o banco central reage a um
Partial Price-Level Targeting (PPLT), assim como proposto por Gorodnichenko e Shapiro
(2007). Para compreender a função de reação do banco central sob PPLT temos antes que
definir primeiramente as principais variáveis do modelo.
Definimos o hiato do preço
e o hiato da inflação
como
(6)
e
(7)
Onde
é o log do preço no tempo t, e
é a taxa de inflação, e o superescrito estrela
significa os valores desejáveis para essas variáveis. Definimos então Inflation targeting (IT)
12
quando
=
e Strict Price Level targeting (SPLT) quando
=
. No intervalo
desses dois regimes definimos o Partial Price-Level Targeting (PPLT) com a regra de
evolução do nível desejado de preço:
(8)
Utilizando as equações (6), (7), (8), e a identidade
econtramos com o
hiato do preço evolui sob o regime de PPLT:
(9)
O fator
regime de IT,
Є [0,1] pode ser interpretado como um fator de ajuste do PPLT. Sob o
, todo o hiato do nível de preço passado
é ignorado e os erros do
passado ficam no passado (“bygones are bygones”), no extremo oposto sob o regime de
SPLT,
, não existe ajuste na trajetória desejada de nível de preço, assim todo o hiato do
nível de preço passado, continua a ser hiato no período atual. Para os casos de
,
temos o regime de PPLT, nesse regime parte do hiato passado é corrigido, temos aqui um
contínuo de casos entre o IT e o SPLT.
Por fim utilizaremos uma regra de reação para o banco central, essa regra é uma
extensão da regra de Taylor para incorporar reação ao hiato no nível de preço, assim temos
que o banco central define a taxa de juros em cada período segundo a seguinte regra:
(10)
Aqui a variável
foi normalizada para zero, assim
Essa regra generalizada engloba o regime de IT (
e os casos intermediários de PPLT
parâmetro
na equação (8) e (9).
, SPLT
. O
mede a reação do banco central ao desvio do nível de preço. O parâmetro
captura a suavização na definição das taxas de juros e
pode ser interpretado como uma
inovação (choque) na política monetária, aqui também assumimos esse choque como
serialmente correlacionado de ordem 1 ou AR(1) . Assim, o banco central define as taxas de
juros seguindo estritamente essa regra.
Utilizando a equação (9) e tirando a primeira
diferença de (10), encontramos:
13
(11)
Da mesma forma que em Gorodnichenko e Shapiro (2007), não iremos impor a parte
MA da equação e usaremos para o trabalho:
(12)
Podemos então, definir a regra de política monetária sob o regime IT. Nesse regime
temos
, logo a equação que descreve a reação de política monetária a
ser estimada é:
(13)
Essa equação é similar a equação de Taylor usualmente utilizada na literatura.
Portanto o sistema de equações formado por (1)-(5) e (12) será o modelo a ser estimado para
as economias abertas sob o regime de PPLT, e o sistema de equações formado por (1)-(5) e
(13) será o modelo estimado sob o regime de IT. Utilizaremos a inferência Bayesiana para
determinar que modelo tem maior probabilidade de descrever o comportamento dos dados.
4 - Dados e Estimação
4.1 - Dados
O período de estimação para esse trabalho foi do primeiro trimestre de 1991 ao último
trimestre de 2009, portanto incorpora a crise global sofrida no ano de 2008. Os dados para os
Estados Unidos foram obtidos da base de dados do Federal Reserve de Saint Louis5. Os dados
para a taxa de juros mundial
foi computada pela média trimestral da fed funds rate mensal.
A inflação mundial foi medida como em Buncic e Melecky (2008) onde
, onde
5
é igual a
é o índice de inflação ao consumidor americano (CPI) cheio. O
Economic Data Base disponível no link: http://research.stlouisfed.org/fred2.
14
hiato do produto mundial
é o componente transitório após a utilização do filtro Hodrick-
Prescott na série em log do PIB real trimestral dos Estados Unidos.
Os dados para a Austrália foram obtidos na base de dados do banco central da
Austrália. A taxa de juros é a média trimestral das taxas de juro mensal (montly cash rate). Os
dados para o Canadá e Nova- Zelândia foram obtidos da base de dados do FMI 6. As séries de
hiato do produto e inflação foram calculadas utilizando a mesma metodologia usada para os
USA. A taxa de câmbio real foi computada como a diferença em log da taxa nominal de
câmbio entre a economia domestica e a americana ($Doméstico/$US) e a razão entre os
índices de inflação (CPI) da economia doméstica e dos Estados Unidos (CPIdoméstico/CPIEUA)
Desta forma um aumento no valor de
corresponde a uma depreciação real da moeda
doméstica.
Todas as séries foram padronizadas para pontos percentuais e tiveram sua média
incondicional subtraída.
4.2 - Metodologia de Estimação
Existem vários métodos para a estimação de modelos DSGE Novo-Keneysiano, um
método usualmente empregado é o método dos momentos generalizados (GMM), porém esse
método de estimação pode levar a viés e estimação imprecisa de acordo com Lindé (2005).
Outro método muito comum na literatura utiliza a estimação Bayesiana de modelos
DSGE. Os modelos DSGE fornecem uma representação estilizada para as séries temporais
associadas a variáveis macroeconômicas. No que se refere à estimação de modelos DSGE, a
abordagem Bayesiana formaliza o uso de informação a priori sobre a magnitude dos
parâmetros.
De acordo com Griffoli (2007)7 a estimação Bayesiana é uma ponte entre a prática de
calibragem e a estimação por máxima verossimilhança. As distribuições a priori podem ser
vistas como pesos na função de verossimilhança, para dar mais importância a certas áreas do
subespaço do parâmetro. Esses dois blocos, distribuições a priori e função de verossimilhança
são ligadas pelo teorema de Bayes da seguinte forma, primeiramente a função densidade a
priori ( priors density) são descritas por uma função densidade:
6
7
International Financial Statictics Database.
Ver Manual Usuário Dynare para maiores informações.
15
Onde A é o modelo especifico,
representa o conjunto de parâmetros do modelo A,
e p(·) é a função densidade de probabilidade (pdf). A função verossimilhança descreve a
densidade observada nos dados, dado um modelo e seus parâmetros:
Onde
são as observações até o período T. Usando o teorema de Bayes podemos
combinar a função verossimilhança e a densidade a priori para então encontrar a função
densidade a posteriori (posterior density):
Onde
é a densidade a posteriori e
é a densidade marginal dos
dados condicionado ao modelo sendo que :
Por fim temos a posterior kernel, ou densidade a posteriori não-normalizada. Já que a
densidade marginal é dada para cada parâmetro, a posterior kernel corresponde ao numerador
da densidade a posteriori:
Essa é a equação básica que permite reconstruir os momentos da densidade a
posteriori. Usamos o filtro de Kalman para estimar a função de verossimilhança e o método
de Metropolis-Hastings para simular as posteriors kernel.
A idéia geral do Metropolis-
Hastings é simular a distribuição a posteriori (posterior distribution). De acordo com Griffoli
(2007) este funciona como um algoritmo de rejeição de amostra. De maneira simplificada o
algoritmo implementa os seguintes passos:
1) Escolhe um ponto de partida
, tipicamente esse é a moda da distribuição a
posteriori. Roda um loop nos próximos passos.
16
2) Cria um candidato
Onde
de uma distibuição de salto (jumping distribution):
é a inversa da Hessiana computada na moda da distribuição a posteriori.
3) Calcula a taxa de aceitação (acceptance ratio):
4) Finalmente aceita ou descarta o candidato
de acordo com a seguinte regra e
eventualmente atualiza sua jumping distribution:
Depois de repetir esses passos é criado um histograma com os candidatos retidos. Esse
histograma será eventualmente a distribuição a posteriori depois de diversas iterações. Para a
implementação do algoritmo de Metropolis-Hastings, simulamos duas cadeias com 150 mil
repetições.
Por fim, utilizamos o posterior odds ratio para comparar os dois modelos estimados
(PPLT e IT). Em nosso trabalho, temos dois modelos competidores, o modelo A que é o
modelo com função de reação do banco central sob o regime de PPLT e o modelo B que
utiliza a regra de IT. Essa comparação é feita através da razão
onde
é chamado de verossimilhança marginal do modelo A. Usualmente se usa a
seguinte regra para comparação:
1. Se log10 (RAB) > 2, a evidência favorece decisivamente o modelo A.
2. Se < log10 (RAB) < 2, a evidência favorece muito fortemente o modelo A.
3. Se 1 < log10 (RAB) < , a evidência favorece fortemente o modelo A.
4. Se
< log10 (RAB) < 1, a evidência favorece o modelo A.
5. Se 0 < log10 (RAB) < , a evidência favorece fracamente o modelo A.
17
Nosso trabalho utilizou o software Dynare 4.1 em ambiente MatLab para a estimação
dos parâmetros para os modelos DSGE utilizados nesse trabalho.
5 - Resultados
5.1 - Escolha das distribuições a priori
A escolha das distribuições a priori para a IS e Curva de Philips foi a usualmente
utilizada em trabalhos com modelos de economia aberta tais como Lubik e Schorfheide
(2005) e Buncic e Melecky (2008). Para todos os parâmetros de média, utilizamos as
distribuições Normal e Beta. Para o desvio padrão de todos os parâmetros foi utilizado nesse
trabalho a distribuição Gamma Inversa. Para os parâmetros de relevância nesse estudo,
e
, escolhemos como distribuição a priori a distribuição Normal, centrada de modo a deixar
mais próximo ao resultado de inflation targeting já que esses países utilizam explicitamente o
modelo de Inflation Targeting, porém sem excluir a possibilidade do resultado de Partial
Price-Level Targeting (PPLT). As tabelas de 1 a 3 trazem um resumo das distribuições a
priori nos dois modelos pesquisados:
Tabela 1- Distribuição a Priori: Austrália
Parâmetro
Densidade
Média
Beta
Normal
Normal
Normal
Beta
Normal
Normal
Normal
Normal
Normal
Beta
Beta
Beta
Beta
Beta
Beta
Beta
Beta
Beta
Gamma Inv
Gamma Inv
Gamma Inv
Gamma Inv
Gamma Inv
Gamma Inv
Gamma Inv
0.50
0.05
0.05
0.05
0.50
0.05
0.05
0.20
0.20
1.00
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.80
1.00
12.00
0.80
0.20
0.80
0.6
PPLT
Desvio Padrão
0.20
0.01
0.01
0.01
0.20
0.01
0.01
0.25
0.25
0.25
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
10.00
10.00
10.00
10.00
10.00
10.00
10.00
Média
IT
Desvio Padrão
0.50
0.05
0.05
0.05
0.50
0.05
0.05
0.20
0.01
0.01
0.01
0.20
0.01
0.01
1.00
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.80
1.00
12.00
0.80
0.20
0.80
0.60
0.25
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
10.00
10.00
10.00
10.00
10.00
10.00
10.00
18
Tabela 2- Distribuição a Priori: Canadá
Parâmetro
Densidade
Média
Beta
Normal
Normal
Normal
Beta
Normal
Normal
Normal
Normal
Normal
Beta
Beta
Beta
Beta
Beta
Beta
Beta
Beta
Beta
Gamma Inv
Gamma Inv
Gamma Inv
Gamma Inv
Gamma Inv
Gamma Inv
Gamma Inv
0.50
0.05
0.05
0.05
0.80
0.05
0.05
0.20
0.20
1.00
0.50
0.80
0.50
0.70
0.70
0.50
0.50
0.50
0.50
0.30
0.60
3.00
0.10
0.20
0.80
0.6
PPLT
Desvio Padrão
0.20
0.02
0.01
0.01
0.15
0.01
0.01
0.15
0.15
0.25
0.25
0.15
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
8.00
10.00
10.00
10.00
10.00
10.00
10.00
Média
IT
Desvio Padrão
0.50
0.05
0.05
0.05
0.70
0.05
0.05
0.20
0.01
0.01
0.01
0.15
0.02
0.02
1.00
0.50
0.80
0.50
0.70
0.70
0.50
0.50
0.50
0.50
0.30
0.60
3.00
0.10
0.20
0.80
0.60
0.20
0.20
0.15
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
8.00
10.00
10.00
10.00
10.00
10.00
10.00
Tabela 3-Distribuição a Priori: Nova- Zelândia
Parâmetro
Densidade
Média
Beta
Normal
Normal
Normal
Beta
Normal
Normal
Normal
Normal
Normal
Beta
Beta
Beta
Beta
Beta
Beta
Beta
Beta
Beta
Gamma Inv
Gamma Inv
Gamma Inv
Gamma Inv
Gamma Inv
Gamma Inv
Gamma Inv
0.50
0.05
0.02
0.05
0.50
0.05
0.05
0.50
0.50
1.00
0.50
0.80
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.80
1.00
6.00
0.80
0.20
0.80
0.6
PPLT
Desvio Padrão
0.20
0.01
0.01
0.01
0.20
0.03
0.03
0.25
0.25
0.25
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
10.00
10.00
10.00
10.00
10.00
10.00
10.00
Média
IT
Desvio Padrão
0.50
0.05
0.02
0.05
0.50
0.05
0.05
0.20
0.01
0.01
0.01
0.20
0.01
0.01
1.00
0.50
0.80
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.80
1.00
6.00
0.80
0.20
0.80
0.60
0.25
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
0.20
10.00
10.00
10.00
10.00
10.00
10.00
10.00
19
5.2 - Resultados da Estimação
Estimamos os parâmetros nos dois modelos representativos dos regimes PPLT e IT.
As figuras de 1 a 3 mostram as distribuições a priori e a posteriori dos parâmetros da função
de reação no regime de PPLT nos três países pesquisados.
A tabela 4 resume os resultados encontrados para os parâmetros na economia da
Austrália. Os parâmetro da IS e da curva de Philips foram muito similares nos dois modelos.
Podemos ver a importância das expectativas na determinação da inflação e hiato do produto
correntes, com os valores de
e
iguais a 0.810 e 0.932 respectivamente (valores do
PPLT). O impacto do câmbio real também se mostrou consistente, com os valores dos
parâmetros de
e
positivos nos dois modelos embora em menor magnitude do que
especificado nas distribuições a priori. Assim, uma depreciação real do câmbio afeta
positivamente tanto a inflação hoje quanto o hiato do produto. O hiato do produto externo
também possui valor positivo nos dois modelos, ressaltando a importância de utilizar um
modelo de economia aberta.
O valor do parâmetro , que mede o grau de ajuste no regime de PPLT, foi positivo
com média
= 0.418, que apresenta significativo desvio em relação a média escolhida na
distribuição a priori, indicando que a função de verossimilhança foi capaz de deslocar a
distribuição a priori para esse parâmetro. Seu intervalo de confiança apresentou valores
positivos, portanto o parâmetro tem valor significativamente diferente de zero. O mesmo vale
para o parâmetro
, que mede a reação do banco central ao hiato do nível de preços, como o
mesmo apresentando sua média com valor positivo
= 0.594. Existe, portanto, evidências
que apontam em direção ao PPLT, porém, o valor de
significativamente menor do que o SPLT. Com
do nível de preço passado
= 0.418 mostra que a reação é
= 0.418, podemos dizer que 41.8% do hiato
é incorporado ao novo hiato do nivel de preço
e esse hiato
entra na função de reação do banco central8 para determinar a taxa de juros no tempo t.
Portanto o banco central define sua política de juros reagindo a esse hiato que incorpora o
hiato no período passado. Podemos ver também que após quatro trimestres o efeito
acumulado do hiato inicial do nível de preços é de 3% (0.4184)9.
8
9
Ver equação (9).
Iteragir a equação (9) por quatro períodos.
20
Tabela 4-Distribuição a Posteriori: Austrália
PPLT
Nome
Priori
Média
0.50
0.05
0.05
0.05
0.50
0.05
0.05
0.20
0.20
1.00
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.80
1.00
12.00
0.80
0.20
0.80
0.6
Posteriori
Média
0.810
0.031
0.018
0.050
0.932
0.060
0.006
0.594
0.418
0.963
0.793
0.694
0.907
0.714
0.839
0.857
0.044
0.751
0.972
0.720
0.879
11.433
0.610
0.161
0.705
0.502
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
90% Interv.conf10.
0.716 , 0.906
0.016 , 0.046
0.013 , 0.022
0.033 , 0.066
0.877 , 0.988
0.044 , 0.076
0.002 , 0.011
0.396 , 0.795
0.203 , 0.627
0.745 , 1.177
0.646 , 0.956
0.531 , 0.851
0.873 , 0.943
0.651 , 0.779
0.795 , 0.883
0.765 , 0.957
0.007 , 0.078
0.587 , 0.921
0.956 , 0.989
0.196 , 1.257
0.222 , 1.523
4.041 , 19.599
0.191 , 1.074
0.046 , 0.292
0.186 , 1.399
0.141 , 0.887
IT
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
Posteriori
Média
0.875
0.002
0.002
0.050
0.900
0.057
0.025
[
[
[
[
[
[
[
1.247
0.225
0.857
0.794
0.878
0.823
0.822
0.043
0.754
0.974
0.704
0.951
11.730
0.811
0.224
2.505
0.579
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
90% Interv.conf.
0.790 , 0.965
-0.004 , 0.007
0.000 , 0.003
0.034 , 0.067
0.836 , 0.970
0.041 , 0.073
0.019 , 0.030
1.078
0.051
0.783
0.755
0.838
0.778
0.757
0.006
0.597
0.958
0.193
0.229
3.738
0.174
0.041
0.164
0.134
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
1.424
0.387
0.937
0.831
0.920
0.866
0.889
0.079
0.911
0.992
1.351
1.810
19.989
1.593
0.492
10.872
1.244
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
A tabela 5 mostra o resultado para a economia do Canadá. Aqui também podemos ver
que os resultados nos dois modelos para os parâmetros que não os da função de reação do
banco central são bem similares. Para economia do Canadá a variável forward-looking para o
hiato do produto é bem menos relevante do que para a inflação, com os valores de
e
iguais a 0.203 e 0.951 respectivamente (valores do PPLT). Os parâmetros relacionados ao
câmbio também são positivos como para Austrália, porém o impacto da desvalorização do
câmbio na inflação é consideravelmente maior que o impacto causado no hiato do produto,
com
10
= 0.046 contra
=0.003.
O intervalo de confiança aqui é de fato a highest posterior density interval.
21
Tabela 5-Distribuição a Posteriori: Canadá
PPLT
Nome
Priori
Média
0.50
0.05
0.05
0.05
0.8011
0.05
0.05
0.20
0.20
1.00
0.50
0.80
0.50
0.70
0.70
0.50
0.50
0.50
0.50
0.30
0.60
3.00
0.10
0.20
0.80
0.6
Posteriori
Média
0.203
0.026
0.003
0.049
0.951
0.050
0.047
0.694
0.883
0.824
0.195
0.982
0.598
0.987
0.836
0.847
0.046
0.754
0.968
0.305
0.701
2.471
0.108
0.169
0.634
0.520
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
90% Interv.conf.
0.146 , 0.257
0.004 , 0.048
0.000 , 0.006
0.033 , 0.066
0.899 , 1.000
0.033 , 0.066
0.040 , 0.054
0.549 , 0.844
0.705 , 1.071
0.692 , 0.956
0.001 , 0.395
0.961 , 1.000
0.468 , 0.737
0.975 , 0.999
0.791 , 0.880
0.783 , 0.912
0.008 , 0.083
0.592 , 0.923
0.950 , 0.986
0.065 , 0.619
0.132 , 1.687
0.732 , 4.260
0.021 , 0.208
0.047 , 0.300
0.182 , 1.141
0.142 , 0.958
IT
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
Posteriori
Média
0.201
0.036
0.003
0.049
0.933
0.044
0.050
[
[
[
[
[
[
[
0.987
0.126
0.990
0.568
0.987
0.834
0.892
0.046
0.756
0.963
0.228
0.616
2.508
0.112
0.175
0.651
0.538
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
90% Interv.conf.
0.145 , 0.259
0.020 , 0.052
0.000 , 0.006
0.033 , 0.065
0.887 , 0.981
0.014 , 0.073
0.041 , 0.058
0.843
0.017
0.978
0.433
0.975
0.796
0.852
0.007
0.597
0.943
0.075
0.135
0.749
0.021
0.046
0.191
0.139
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
1.133
0.228
1.000
0.707
0.999
0.872
0.933
0.083
0.930
0.983
0.401
1.273
4.499
0.237
0.330
1.190
1.003
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
Os valores da função reação do banco central são mais próximas a um SPLT com
valores de
= 0.883 e
= 0.694. Existe um desvio bastante significativo dos valores
centrais escolhidos nas distribuições a priori para esses valores. Os intervalos de confiança
mostram valores positivos e elevados em todo o intervalo para os dois parâmetros, portanto,
seu valor é significativamente diferente de zero. Nota-se também que a reação do banco
central ao hiato do nível de preços
tem valor próximo a reação ao hiato de inflação
com valores iguais a 0.694 e 0.824 respectivamente. O parâmetro de ajuste do PPLT mostra
valor elevado, com
= 0.883, 88.3% do hiato do nível de preço passado
ao novo hiato do nível de preço
é incorporado
. Após quatro trimestres o efeito acumulado do hiato inicial
do nível de preços é de 61% (0.8834), portanto bem mais próximo a um SPLT.
11
Para o modelo de Inflation-targeting foi utilizado 0.70 de média.
22
A tabela 6 mostra um resumo dos resultados para a economia da Nova- Zelândia.
Semelhante a economia da Austrália, a da Nova- Zelândia apresenta comportamento forwardlooking, com os parâmetros
e
iguais a 0.783 e 0.884 respectivamente (valores do
PPLT). No caso da economia da Nova- Zelândia o efeito do câmbio na inflação corrente
parece ser perto de zero. O efeito direto do câmbio real no hiato do produto ainda se mostra
positivo, porém, em valores mais baixos que os escolhidos nas médias das distribuições a
priori.
Tabela 6-Distribuição a Posteriori: Nova- Zelândia
PPLT
Nome
Priori
Média
0.50
0.05
0.02
0.05
0.50
0.05
0.05
0.50
0.50
1.00
0.50
0.80
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.50
0.80
1.00
6.00
0.80
0.20
0.80
0.6
Posteriori
Média
0.783
0.039
0.013
0.051
0.884
0.087
0.000
0.178
0.260
0.808
0.722
0.827
0.871
0.560
0.894
0.251
0.043
0.756
0.973
0.689
0.816
6.170
0.687
0.166
1.066
0.509
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
Os valores dos parâmetros
Austrália e Canadá com
= 0.260 e
IT
90% Interv.conf.
0.669 , 0.898
0.025 , 0.053
0.009 , 0.017
0.035 , 0.068
0.805 , 0.974
0.047 , 0.127
-0.002 , 0.002
-0.165 , 0.514
-0.111 , 0.584
0.496 , 1.132
0.517 , 0.934
0.662 , 1.000
0.819 , 0.923
0.467 , 0.647
0.857 , 0.932
0.069 , 0.433
0.007 , 0.079
0.597 , 0.923
0.956 , 0.990
0.190 , 1.274
0.235 , 1.468
1.502 , 12.470
0.186 , 1.296
0.046 , 0.307
0.161 , 2.311
0.137 , 0.974
e
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
Posteriori
Média
0.808
0.037
0.013
0.051
0.881
0.056
0.000
0.669
0.713
0.912
0.871
0.530
0.892
0.328
0.043
0.756
0.973
0.721
0.844
6.493
0.796
0.180
0.652
0.895
90% Interv.conf.
[ 0.701 , 0.916
[ 0.024 , 0.051
[ 0.009 , 0.017
[ 0.035 , 0.067
[ 0.797 , 0.971
[ 0.040 , 0.074
[ -0.001 , 0.001
]
]
]
]
]
]
]
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
[
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
]
0.390
0.523
0.842
0.823
0.445
0.856
0.179
0.006
0.598
0.957
0.183
0.245
1.491
0.182
0.046
0.191
0.119
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
0.947
0.911
0.980
0.921
0.616
0.928
0.475
0.077
0.924
0.990
1.314
1.565
10.818
1.498
0.329
1.180
1.844
foram bem mais baixos do que nas economias da
= 0.178 respectivamente, e também bem mais baixos
que os valores centrais escolhidos nas médias das distribuições a priori. Além disso , o
intervalo de confiança de ambos os valores contém valores negativos, indicando que os
mesmos não são significativamente diferentes de zero, portanto, não muito diferentes dos
valores que seriam observados sob o regime de IT. Após quatro trimestres o efeito acumulado
do hiato inicial do nível de preços é de somente 0,4% (0.2604) .
23
Podemos ver que o parâmetro
para o Canadá é significativamente mais alto do que
para os outros dois países. Ele é mais do que o dobro do valor encontrado para o mesmo
parâmetro para a economia da Austrália e mais do que o triplo do parâmetro para a NovaZelândia, portanto o banco central do Canadá incorpora na sua função de reação boa parte dos
desvios passados no nível de inflação. O mesmo pode ser dito para o parâmetro de reação do
banco central ao hiato do nível de preço,
. A economia Canadense foi a que apresentou
valor mais alto para esse parâmetro, sendo mais do que três vezes maior do que o da
economia da Nova- Zelândia.
Em todos os países pesquisados o valor de suavização da política monetária
apresentou valores elevados, o que está em linha com a literatura. O parâmetro de reação ao
hiato do produto
foi significativamente positivo em todos os países pesquisados, com seus
valores variando de 0.195 no caso do Canadá a 0.793 na economia da Austrália. Os valores
para o parâmetro que mede o impacto dos juros reais na economia
foi positivo em todos os
países, e apresentam valores muitos próximos, o mesmo também acontece com o parâmetro
que mede o impacto do hiato externo na economia doméstica
, que apresentou pouca
variação entre os países pesquisados.
Utilizamos agora o odds ratio para comparar os dois modelos pesquisados: O Partial
Price-Level Targeting (PPLT) e o Inflation Targeting (IT). A Tabela 7 resume os principais
resultados:
Tabela 7- Odds ratio
Log Densidade Marginal
País
Austrália
Canadá
Nova - Zelândia
PPLT
-815.02
-633.35
-784.61
IT
-825.06
-659.41
-791.08
Odds
Ratio(log10)
4.36
11.32
2.81
Utilizando a regra apresentada anteriormente encontramos log10(RAB) > 2, em todos
os países, portanto a evidência favorece decisivamente o modelo PPLT. Essa evidência é
particularmente forte na economia do Canadá que apresentou Odds ratio de 11.32, e mais
fraca na economia da Austrália e da Nova- Zelândia. Esses achados estão em linha com a
Ruge-Murcia (2009) que encontrou evidência da utilização de Price-Level Targeting para a
economia Canadense.
24
6 - Conclusão
Esse trabalho explora a possibilidade da utilização implícita de regime de price-level
targeting por países que formalmente utilizam o regime de inflation targeting. As vantagens
teóricas da utilização de regime de price-level targeting em detrimento do inflation targeting
já foram muito exploradas na literatura, porém sua utilização efetiva por banco centrais ainda
é motivo de pesquisa.
Neste trabalho também investigamos a possibilidade de adoção de um regime de
price-level targeting parcial, assim como pesquisado anteriormente para a economia
americana. Encontramos evidência que todos os países pesquisados reagem de forma parcial
ao nível de preços, sendo que essa reação se aproxima ao price-level targeting estrito na
economia do Canadá, onde 88.3% do hiato do período anterior é incorporado ao hiato do
período corrente. Esse resultado é consistente com o fato do banco central do Canadá estar
conduzindo estudo sobre a adoção do regime de price-level targeting.
Para a economia da Austrália, encontramos resultado consistente com o price-level
targeting parcial, sendo que 41.8% do hiato do período anterior é incorporado ao hiato do
período corrente. O mesmo pode ser dito para economia da Nova- Zelândia onde 26.0% do
hiato passado é incorporado ao hiato corrente, porém ambos os resultados são muito distantes
de um regime de price-level targeting estrito.
Sugestões para futuros trabalhos incluem a aplicação desse estudo para economia
brasileira, a incorporação de elementos de economia estruturais, e estudos de política
monetária ótima para o regime de price-level targeting parcial.
25
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27
FIGURAS
Figura 1- Distribuição a Priori e a Posteriori: Austrália. Em ordem:
Figura 2- Distribuição a Priori e a Posteriori: Canadá. Em ordem:
28
Figura
ordem:
3-
Distribuição
a
Priori
e
a
Posteriori:
Nova-
Zelândia.
Em
29